不同時期關(guān)懷照顧、經(jīng)濟來源以及醫(yī)療服務(wù)與老年人主觀幸福感

吳克昌 譚影波

摘 要： 根據(jù)2002年和2014年的中國老年人口健康狀況調(diào)查數(shù)據(jù)，分析社會保障制度發(fā)展前后關(guān)懷照顧、主要經(jīng)濟來源以及醫(yī)療服務(wù)對老年人主觀幸福感的影響及變化。研究發(fā)現(xiàn)，隨著家庭養(yǎng)老功能的減弱；充裕的經(jīng)濟條件以及完善的醫(yī)療服務(wù)對老年人主觀幸福感的重要性增加。在經(jīng)濟資源和服務(wù)資源方面，社會保障給老年人帶來的正面影響較大，但這種積極效應(yīng)有所減弱；在情感資源方面，家庭對老年人主觀幸福感的積極作用仍然難以替代。

關(guān)鍵詞： 老年人主觀幸福感；社會保障；關(guān)懷照顧；主要經(jīng)濟來源；醫(yī)療服務(wù)

中圖分類號： C913.6 文獻標志碼：A 文章編號：1009-055X（2018）03-0081-11

doi：10.19366/j.cnki.1009-055X.2018.03.009

一、引言

中國的老齡化問題日益嚴峻。國際上通常把65歲以上人口占總?cè)丝?%的比率作為國家或地區(qū)進入老齡化社會的標準。2016年我國65歲以上的人口超過1.5億，占總?cè)丝诘?0.85%①。近年來，政府對養(yǎng)老保障的投入不斷增加，養(yǎng)老方式日益多樣化，但創(chuàng)新的養(yǎng)老方式與傳統(tǒng)的文化之間仍然存在一定的沖突，誰來提供養(yǎng)老資源以及如何配置養(yǎng)老資源成為社會各界關(guān)注的焦點。主觀幸福感，作為直觀的心理體驗，能夠反映老年人對生活的滿意程度。目前國內(nèi)外關(guān)于老年人主觀幸福感的實證研究日漸豐富，然而多數(shù)研究僅使用某一年度的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來分析老年人主觀幸福感的影響因素，而對影響因素的變化缺乏探討。

伴隨著社會背景的改變，我國的養(yǎng)老保障模式從原來的“家庭-宗族”保障模式和“國家-單位”保障模式逐漸轉(zhuǎn)向“國家-社會”保障模式。過去家庭養(yǎng)老是我國最為主要的養(yǎng)老方式，家人是老年人養(yǎng)老資源的直接提供者。老年人年輕時生育撫養(yǎng)子女的費用被認為是正值勞動年齡的父母為日后養(yǎng)老所繳納的保障基金，而當子女進入勞動年齡時，原先所繳納的養(yǎng)老保障金就開始給付，直至父母去世。此外，家庭也是個人醫(yī)療保障的主要承擔(dān)者，家庭負擔(dān)著老年人的醫(yī)療費用，如果子女沒有辦法支付醫(yī)療費用也會選擇向家庭內(nèi)其他親戚轉(zhuǎn)借（劉振杰，2005）[1]。這些家庭福利有相應(yīng)的家庭倫理和社會文化作為支撐，家庭成員的角色與責(zé)任在家庭結(jié)構(gòu)中已有定位，并受制于家庭倫理（羅紅光，2013）[2]?！梆B(yǎng)兒防老”是均衡社會成員世代間取予的中國傳統(tǒng)模式（費孝通，1983）[3]，而人口生育政策的推行使得家庭結(jié)構(gòu)趨向于核心化。此外，人口的遷移在一定程度上削減了家庭保障的穩(wěn)定性，尤其是在農(nóng)村以及一些經(jīng)濟不發(fā)達的城市（孫鵑娟，2006）[4]。以家庭為主要養(yǎng)老資源提供者的模式受到嚴重的沖擊。

社會保障替代家庭承擔(dān)了部分養(yǎng)老功能，退休金制度、醫(yī)療保險制度以及社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的實施與推廣，不僅建立起應(yīng)對老年人收入風(fēng)險的養(yǎng)老保險制度，而且開始逐步建立應(yīng)對老年人養(yǎng)老服務(wù)需求的社會養(yǎng)老服務(wù)體系（丁建定，2014）[5]。我國的養(yǎng)老保險制度和醫(yī)療保障制度經(jīng)歷多次改革，從“試點”實施到全國覆蓋，社會養(yǎng)老保障如退休金和醫(yī)療保險從小部分人的福利逐漸變?yōu)楦采w大多數(shù)。2002年初成體系，2012年走向成熟。如圖1顯示，全國養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險參保的離退休人數(shù)不斷增長，2002年，全國基本養(yǎng)老保險參保離退休人數(shù)為3608萬人，2014年人數(shù)是2002年的近2.4倍。2002年到2014年間，全國基本醫(yī)療保險參保離退休人數(shù)從2474萬人上升至7255萬人，增長幅度為193.25%。農(nóng)村社會養(yǎng)老保險參保人數(shù)在這段時期間有所波動，但總體趨勢是大幅增長的。

從2002年到2014年，全國基本養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險基金收入顯著上升。如圖2顯示，全國基本養(yǎng)老保險基金收入從3171.5億元大幅上升至25310億元，2014年全國基本醫(yī)療保險基金收入是2002年的15.94倍，增長率為149.38%，老年人所接受到的養(yǎng)老資源更加多元。研究表明，社會保障對子女的經(jīng)濟支持具有“擠出效應(yīng)”（劉西國，2015）[6]，社會照料能夠減少每周45.84小時的家庭照料時間，替代效應(yīng)明顯（劉柏惠、寇恩惠，2015）[7]。家庭的養(yǎng)老功能逐漸減弱，而社會的養(yǎng)老功能不斷增強。在此過程中，老年人的主觀幸福感是否也發(fā)生了轉(zhuǎn)變？影響老年人主觀幸福感的因素是否也在發(fā)生變化？

因此，本文基于2002年和2014年中國老年人健康長壽調(diào)查數(shù)據(jù)，對比社會保障完善程度有所差異的兩個時期，從差序格局理論、多重差異理論以及公共資源投入機制出發(fā)，分析情感資源、經(jīng)濟資源和服務(wù)資源三大重要的養(yǎng)老資源對老年人主觀幸福感的作用，主要圍繞以下兩個問題進行分析：①三種重要的資源分別在多大程度上影響老年人的主觀幸福感？尤其關(guān)注不同養(yǎng)老資源提供者的影響區(qū)別。②影響程度在2002年和2014年這兩個時點上是否有較大的差異？差異主要表現(xiàn)在哪幾個方面？

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）情感資源與老年人主觀幸福感

費孝通（1998）曾提出“差序格局”理論來解釋中國傳統(tǒng)社會人際關(guān)系的特點，不同于西方社會的“團體格局”，我們的格局不是一捆捆分扎得清楚的柴，而是像一塊石頭投在水中所發(fā)生的一圈圈推出去的波紋。每個人都是他社會影響所推出去的圈子的中心，被圈子的波紋所推及的就發(fā)生聯(lián)系。一般來說，越靠近圈子中心，關(guān)系越緊密，所起作用也就越大[8]25-30。

杜鵬、王紅麗（2014）研究認為，中國老年人日常照料的差序格局大致遵從近親—遠親—朋友—社會的次序，這種次序可進一步闡釋為血親—姻親—地緣—社會的關(guān)系。但這種差序格局并非一成不變，而是隨社會變化而變化[9]。那么，不同關(guān)懷照顧者對老年人主觀幸福感的影響程度是否也隨著社會的變化而改變？

我國家庭觀念較強，老年人對家庭及家人有著較深的情感依賴，多數(shù)研究證明親密的家庭關(guān)系對老年人主觀幸福感有著積極的作用。Wang（2016）的研究認為，代際支持與老年人主觀幸福感顯著相關(guān)[10]。Kirchengast和Haslinger（2015）調(diào)查老年人的主觀幸福感及健康狀況發(fā)現(xiàn)，老年人的生活滿足感、抑郁傾向與家庭網(wǎng)絡(luò)及其緊密關(guān)系之間有著顯著的關(guān)系[11]。Chen和Short（2008）的研究認為，居住方式對老年人主觀幸福狀況的影響較大，獨居與較低的主觀幸福感有關(guān)，而與核心家庭成員居住將對主觀幸福感產(chǎn)生積極影響[12]。相比2002年，2014年老年人接受到的關(guān)懷照顧更加多樣，社會工作者、保姆都參與到老年人的日常照料中來，因此，本文認為家人的關(guān)懷照顧對于老年人主觀幸福感的影響程度可能減小。

由此提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：關(guān)懷照顧者對老年人主觀幸福感的影響有所差異，與家人居住以及來自家人的關(guān)懷照顧對老年人的主觀幸福感有著更加正面積極的影響。

假設(shè)2：2014年來自家人關(guān)懷照顧的正面作用比2002年小。

（二）經(jīng)濟資源與老年人主觀幸福感

目前我國老年人的收入來源較為單一，城鎮(zhèn)老年人的收入主要來源于退休金，而農(nóng)村老年人則主要依靠勞動收入。由于老年人會逐漸喪失勞動能力，如果缺乏子女的經(jīng)濟支持，老年人的生活質(zhì)量將會受到直接的影響。Zhou等（2015）通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)低收入對農(nóng)村空巢老年人的主觀幸福感產(chǎn)生了消極的影響，而子女的經(jīng)濟支持對農(nóng)村空巢老年人的主觀幸福感有著積極正面的影響[13]。劉宏等（2014）研究認為經(jīng)濟獨立的老年人有比較明顯的主觀幸福度優(yōu)勢[14]，沒有退休金或者其他經(jīng)濟來源的老年人對家庭的經(jīng)濟依賴相對較重。李建新和駱為祥（2007）研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟來源對老年人的生活滿意度的影響有所差異[15]。

根據(jù)多重差異理論，主觀幸福感的評判包含了多種比較，當人們判斷自身滿意度時，會與多種標準進行比較，這些標準可能包括過去的條件和他人或自身期望，個人會評價當前的狀態(tài)或條件與這些標準之間的差異（苗元江，2014）[16]。社會比較是人的一種心理動態(tài)，是人們在現(xiàn)實生活中，將自己的能力、境況、觀點、感覺等與別人進行比較的過程（Festinger，1954）[17]。從社會心理學(xué)角度出發(fā)，人們的主觀幸福感會受到周圍其他人的狀況的影響。退休金最初為少部分老年人所擁有的福利，其對老年人主觀幸福感的作用可能相對較強，但隨著社會保障的普及，以退休金為主要經(jīng)濟來源對老年人的主觀幸福度的正面作用可能會逐漸下降。但相較于其他經(jīng)濟收入來源，退休金所帶來的經(jīng)濟收入相對穩(wěn)定，對老年人的主觀幸福感可能有正面積極的作用。由此提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：相較于家人及工作提供經(jīng)濟支持，退休金更有助于提高老年人的主觀幸福感。

假設(shè)4：2014年退休金對老年人的主觀幸福感的正面作用比2002年要小。

（三）服務(wù)資源與老年人主觀幸福感

我國的醫(yī)療衛(wèi)生資源分布差距明顯，各地政府對公共資源投入有所不同。公共資源投入較多，當?shù)鼐用窨梢韵硎艿降母＠蚕鄬^多，其主觀幸福感可能相對較高。Kotakorpi和Laamanen（2010）研究發(fā)現(xiàn)，政府對醫(yī)療衛(wèi)生的支出有助于提高居民的幸福感[18]，亓壽偉和周少甫（2010）研究表明，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險以及合作醫(yī)療都能顯著提高老年人的幸福感，但老年人的主觀幸福感存在非常顯著的地區(qū)差異，城鎮(zhèn)老年人的主觀幸福感普遍高于農(nóng)村老年人，東部地區(qū)老年人幸福感高于中部，中部高于西部，其中較為重要的一個原因是社會保障如醫(yī)療保險等的差異[19]。孫鳳（2007）研究認為，公費醫(yī)療、醫(yī)療保障支出是通過提高健康水平這個途徑影響主觀幸福感的[20]。

林相森和艾春榮（2008）研究發(fā)現(xiàn)，隨著年齡的增長，個人醫(yī)療需求的增長速度會加快[21]。Hoffman和Paradise（2008）研究指出，有醫(yī)療保險的人比沒有醫(yī)療保險的人使用醫(yī)療服務(wù)資源的頻率更高[22]。老年人對醫(yī)療服務(wù)的需求相對較大，從公共資源投入機制的角度出發(fā)，能夠享受衛(wèi)生福利的老年人更容易產(chǎn)生獲得感，但醫(yī)療改革導(dǎo)致的誘導(dǎo)需求、醫(yī)療服務(wù)流程雜亂也可能給老年人帶來負面的感受。由此提出以下假設(shè)：

假設(shè)5：相較于家人支付和自己支付，醫(yī)療保險有助于增加老年人的主觀幸福感。

假設(shè)6：2014年醫(yī)療保險對老年人主觀幸福感的正面效應(yīng)比2002年要小。

三、數(shù)據(jù)和研究步驟

（一）數(shù)據(jù)來源介紹

本文選取2002年及2014年中國老年人口健康狀況調(diào)查數(shù)據(jù)作為初始樣本，該調(diào)查是由美國杜克大學(xué)和北京大學(xué)聯(lián)合組織，在中國具有代表性的22個省、市以及自治區(qū)中采取多階段分層抽樣方法隨機抽取地區(qū)進行入戶問卷調(diào)查。為了避免重復(fù)樣本，分別選取這兩個年份年齡段為75—84歲的老年人為研究對象，除去缺失關(guān)鍵變量的樣本，樣本數(shù)量分別為3432和1404。

關(guān)于老年人主觀幸福感的測量，早在定義主觀幸福感時就有學(xué)者提出主觀幸福感應(yīng)當包括情緒部分（主要是正面情緒的存在以及負面情緒的缺失）和評價部分（生活滿意度），Bradburn （1969）、Watson（1988） 和Diener（1999）等都對這個觀點表示贊同[23-25]。

因此，本文對CLHLS中關(guān)于老年人生活評價以及老年人情緒狀況的6項問題進行處理，題項分別為“總體來說，您認為您所過的生活是怎么樣的呢？”“您總是看到生活積極的一面嗎？”“您現(xiàn)在是否和年輕時一樣快樂？”“您是否經(jīng)常感到緊張或害怕？”“您是不是經(jīng)常感到孤獨？”“您是不是覺得越老越不中用？”6項問題的答案均有5個選項，分別是1至5的次序選項，1表示非常幸福或總是，5表示非常不幸?；驈牟?。對上述6個問題進行反向編碼，用Cronbach系數(shù)檢驗這6個問題的內(nèi)部一致性，2002年的內(nèi)部一致性信度alpha值為0.7000，2014年的為0.7365，信度較好。問題一至問題三為積極情緒得分，問題四至問題六為消極情緒得分，兩者分數(shù)分布均為3～15。根據(jù)主觀幸福感的相關(guān)定義，用積極情緒得分減去消極情緒得分計算出各樣本主觀幸福感的綜合分值，綜合分值的區(qū)間為-12～12。

（二）研究步驟

本文的數(shù)據(jù)分析主要分兩個部分：第一部分是描述性統(tǒng)計分析，統(tǒng)計兩個時間老年人的主觀幸福度并對比；第二部分主要使用最小二乘法OLS統(tǒng)計模型進行影響因素的分析，分別建立兩個不同的模型并對比兩個年份影響因素的效應(yīng)。

四、統(tǒng)計與分析

（一）描述性統(tǒng)計

圖3將兩個年份老年人主觀幸福感的綜合分值匯總，從數(shù)據(jù)分布可以看出，大多數(shù)的老年人感到比較幸福。相較于2002年，2014年感到非常幸福和一般的老年人所占比率有一定的增長并且自感生活比較不幸福和非常不幸福的占比有所下降。由此可見，老年人的主觀幸福度在總體上有所提升。

表1列出了2002年和2014年因變量及人口特征變量的統(tǒng)計結(jié)果。本文對部分人口特征變量進行重新定義和合并選項處理，如婚姻狀況中將選項“已婚且同住”定義為在婚，其他選項則為非婚，居住地點將選項“城市”和“城鎮(zhèn)”整合為城市。

通過對比2002年和2014年的數(shù)據(jù)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，2014年老年人主觀幸福感的平均分值較2002年高。雖然老年人接受的養(yǎng)老資源來源更加多樣，但家庭仍在養(yǎng)老服務(wù)中起基礎(chǔ)性的作用。比如居住安排方面，與家人同住依然是老年人的主要選擇。在日常聊天對象方面，2002年老年人的主要聊天對象為家人的占比最高，其次則是朋友和鄰居，以家人為主要聊天對象的比率出現(xiàn)上升的趨勢；2014年聊天對象主要是朋友和鄰居的比率大大下降，這很可能是人口遷移導(dǎo)致圈子擴大而人與人之間交流變淺造成的。此外，對比2002年和2014年老年人的主要經(jīng)濟來源發(fā)現(xiàn)，由家人提供大部分經(jīng)濟支持的比率從59.65%下降至46.66%，退休金作為日常經(jīng)濟收入的比率增加，對自己的經(jīng)濟狀況感到滿意的老年人占比增加，認為醫(yī)療服務(wù)比較充足的老年人占比也有所上升；由此可見，我國的老年人福利有所提升。表1反映醫(yī)療費用主要支付者的狀況，家人作為醫(yī)療服務(wù)費用支付者的比率從65.16%下降至23.80%，醫(yī)療保險對家庭的替代作用比較明顯。隨著社會保障的發(fā)展，養(yǎng)老資源在社會層面上越來越“集中”，在家庭層面上逐漸“分散”。

（二）回歸分析與討論

本文通過建立OLS模型檢驗各變量對于老年人主觀幸福感的影響，探究各變量的影響效應(yīng)是否在不同年份存在差異。

1.變量選用

因變量為老年人的主觀幸福感，關(guān)鍵自變量為居住安排、日常生活的關(guān)懷照顧者、主要經(jīng)濟來源及經(jīng)濟是否充裕、醫(yī)療服務(wù)是否充足以及醫(yī)療費用承擔(dān)者，控制變量為年齡、性別、婚姻狀況、戶口類型、教育年限、他評健康狀況等人口學(xué)特征變量。在模型中，將與家人同住、主要經(jīng)濟來源為家人的經(jīng)濟支持以及主要依靠家人支付醫(yī)療費用等作為參照組進行比較。

2.OLS模型

因變量為數(shù)值型變量，所以本文采用OLS模型進行統(tǒng)計分析。OLS模型通常用于一個隨機變量與多個變量之間線性關(guān)系的實證研究，模型的表達式是：

H=B0+B1L+B2C+B3E+B4M…+BkXk+ε

其中，H為老年人的主觀幸福感；L、C、E、M分別為居住安排、關(guān)懷照顧、主要經(jīng)濟來源以及醫(yī)療服務(wù)情況；B0、B1、B2、B3…Bk為待相關(guān)系數(shù)，其中B0為截距；ε為不可觀測的隨機誤差。

本文使用了2個OLS模型，在模型1中，我們將居住方式、主要經(jīng)濟來源以及醫(yī)療費用承擔(dān)者等關(guān)鍵自變量納入。如表2所示，在2002年獨自居住相比與家人同住不利于老年人的主觀幸福感，而住養(yǎng)老院則會對老年人的積極情緒產(chǎn)生正面的影響，但這一相關(guān)性并不明顯。日常聊天對象方面，相較于家人，保姆為主要聊天對象會在一定程度上增加老年人的負面情緒，沒有人聊天也會對老年人的主觀幸福感造成負向作用。數(shù)據(jù)顯示在老年人生病時家人的照顧比其他來源的關(guān)懷照顧更有利于老年人的主觀幸福度；與家人的照顧相比，來自保姆、朋友和鄰居的照顧以及沒有人照顧都會顯著增加老年人的消極情緒。由此看出，社會支持與老年人主觀幸福感顯著相關(guān)，但“情感支持”的異質(zhì)性仍然較大，家人對老年人主觀幸福感的正面影響程度較大。

經(jīng)濟來源方面，2002年相較于家人的經(jīng)濟支持，以退休金為主要經(jīng)濟來源的老年人擁有較高的主觀幸福度。除此之外，充裕的經(jīng)濟也會顯著增加老年人的主觀幸福感。由此可見，社會保障所帶來的經(jīng)濟穩(wěn)定對老年人的主觀幸福感有著積極正面的影響。

表2可以看出，相較于醫(yī)療服務(wù)不足的老年人，享受充足的醫(yī)療服務(wù)會使老年人的主觀幸福分值平均增加1.56。在醫(yī)療費用的承擔(dān)者方面，與家人支付醫(yī)療費用相比，享受醫(yī)療保險的老年人的主觀幸福感更高。

模型2加入了人口特征變量，關(guān)鍵自變量的影響仍然顯著。從表2我們可以看到，年齡的增長會對老年人的主觀幸福感產(chǎn)生負面的影響；年齡越大很可能意味著健康狀況越差，從而影響老年人的主觀幸福感。此外，相較于其他婚姻狀態(tài)，在婚狀態(tài)更有利于老年人產(chǎn)生主觀幸福感。這可能是由于配偶在一定程度上承擔(dān)了家庭養(yǎng)老的功能。另外，通過表2我們還發(fā)現(xiàn)，相較于農(nóng)村老年人，城市老年人的主觀幸福分值更高，比農(nóng)村老年人的主觀幸福分值高出近0.63。這種顯著差異很可能是城鄉(xiāng)資源不均等原因所造成的。與農(nóng)村老年人相比，城市老年人享受到的社會保障及相關(guān)服務(wù)更為完善，日?；顒右哺鼮槎鄻踊?。受教育程度方面，教育能顯著提高個體的主觀幸福感，受教育程度越高，老年人感到幸福的可能性相對越高。受教育的老年人社會地位相對較高，對其主觀幸福感有著正面的影響。健康狀況對于老年人的主觀幸福感起著至關(guān)重要的作用，相比身體不健康的老年人，身體健康的老年人更有可能感到幸福。

為了更直觀地對比兩個年份的影響因素變化，檢驗時間效應(yīng)，本文構(gòu)建一個完全交互模型，將時間變量T（2014年=1，2002年=0）與其他自變量做交互項，模型表達方式如下：

H=B0+B1L*T+B2C*T+B3E*T+B4M*T…+BkXk*T+ε

根據(jù)表2可以看出，相較于2002年，2014年獨自居住對于老年人主觀幸福感的負面影響程度減弱（-0.906<-0.535），這或許表明，老年人對于獨自居住的接受程度變強，大力推行的社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)或許能幫助老年人更好地適應(yīng)獨自居住生活。然而值得注意的是，在生病時，與家人的照料相比，其他來源的關(guān)懷照料會顯著降低老年人的主觀幸福感，這種消極效應(yīng)在2014年更為明顯。來自家人關(guān)懷照顧的正面作用增強，假設(shè)2沒有得到驗證。這說明，關(guān)懷照顧的多樣化并沒有改變情感上“差序格局”的狀況。在日常聊天對象方面，相比2002年，2014年與朋友和鄰居聊天對老年人主觀幸福感的積極作用顯著增加，沒有人聊天的消極效應(yīng)有所減弱。此外，2002年和保姆聊天有助于提高老年人主觀幸福感，但是2014年數(shù)據(jù)顯示，這一正面效應(yīng)轉(zhuǎn)變成為負面效應(yīng)，這或許是老年人對市場養(yǎng)老資源的信任度下降所造成的。

在經(jīng)濟資源方面，對比2002年，2014年退休金與老年人主觀幸福感之間的相關(guān)系數(shù)有所降低（0.300<0.500），這可能是退休金的普及所造成的，假設(shè)4得到驗證。此外，與2002年相比，2014年經(jīng)濟狀況的相關(guān)系數(shù)增加（2.214>1.604），這意味著充裕的經(jīng)濟條件對于老年人主觀幸福感的積極作用更加明顯。

服務(wù)資源方面，2014年充足的醫(yī)療服務(wù)對老年人主觀幸福度的積極效應(yīng)增強，相關(guān)系數(shù)由2002年的1.21上升至1.36。由此可見，醫(yī)療服務(wù)對于老年人主觀幸福感的重要性有所增強。醫(yī)療費用承擔(dān)方面，醫(yī)療保險對于老年人主觀幸福感的正面作用有所減弱。醫(yī)療保險覆蓋面更廣，意味著老年人享受公共醫(yī)療資源的概率增大，有限的醫(yī)療資源可能會引發(fā)一些矛盾，導(dǎo)致醫(yī)療保險對老年人的正面作用減弱，而老年人能夠自費的正面作用增強，假設(shè)6得到驗證。

年齡和性別方面，2014年年齡對老年人主觀幸福度的影響系數(shù)有所改變，從負相關(guān)變?yōu)檎嚓P(guān)，但影響程度并不大。和2002年相比，2014年老年人婚姻狀況與其主觀幸福度的相關(guān)系數(shù)增加，2014年婚姻給老年人主觀幸福感帶來的正面作用比2002年更強，這也從另一方面驗證家庭庇護對老年人主觀幸福感的積極影響。至于戶口類型與老年人主觀幸福感，2014年居住在城市對老年人的正面作用較2002年沒有較大的差異，但城鄉(xiāng)差異仍然存在，受公共政策“城市偏好”的影響，居住在城市意味著擁有相對優(yōu)越的公共服務(wù)資源，從而影響主觀幸福感。教育影響因素方面，2014年教育的正面效應(yīng)較2002年減少。此外，表2顯示，不管是2002年還是2014年，健康狀況與老年人的主觀幸福感之間的相關(guān)系數(shù)都較高，這也可以從一定程度上表明健康對老年人的重要程度。

五、結(jié)論與討論

針對老年人主觀幸福感的研究非常多，以往的研究多是基于橫截面數(shù)據(jù)，建立相關(guān)的理論模型對影響主觀幸福感各個因素進行分析。考慮到經(jīng)濟社會背景的變化，本文基于2002年及2014年中國老年人健康狀況調(diào)查數(shù)據(jù)比較社會保障制度成熟期前后關(guān)懷照顧、經(jīng)濟來源以及醫(yī)療服務(wù)對老年人主觀幸福感的影響，結(jié)合差序格局理論、社會比較理論以及公共資源投入機制，歸納出以下三點結(jié)論：

關(guān)懷照顧者對老年人主觀幸福感影響差異顯著，來自家人的關(guān)懷照顧更有利于提升老年人的主觀幸福度。獨自居住會對老年人的主觀幸福感產(chǎn)生顯著的負面效應(yīng)，但這種負面效應(yīng)在社會保障制度成熟期有所下降。但即使社會保障制度較為成熟，情感資源對老年人主觀幸福感的“差序格局”仍然存在。

不同主要經(jīng)濟來源對老年人主觀幸福感的作用也有所差異，但區(qū)別于情感資源，經(jīng)濟資源方面社會保障對家庭及個人有較強的替代作用。不管是社會保障制度初期還是成熟期，在其他因素一致的情況下，以退休金為主要經(jīng)濟來源的老年人感到幸福的可能性較高，充裕的經(jīng)濟條件對老年人主觀幸福度的重要性顯著增加。對此，本文認為，在家庭的經(jīng)濟支撐功能被社會保障所替代的過程中，老年人對自身經(jīng)濟狀況的關(guān)注度上升。因此，擴大養(yǎng)老保險的覆蓋范圍，減少老年人的經(jīng)濟不穩(wěn)定性有助于增加老年人的主觀幸福感。

最后，充足完善的醫(yī)療服務(wù)有利于提升老年人的主觀幸福感；此外，擁有醫(yī)療保險能顯著增加老年人的主觀幸福感，但其正面效應(yīng)有所減弱。制定合理有效的醫(yī)療資源分配制度是當務(wù)之急。

綜上所述，本文認為由于家庭養(yǎng)老保障功能減弱而導(dǎo)致個人養(yǎng)老風(fēng)險增強，社會保障成熟期的老年人會更加關(guān)注自身的經(jīng)濟狀況以及區(qū)域內(nèi)公共服務(wù)資源狀況。在這一基礎(chǔ)上，較為穩(wěn)定的經(jīng)濟來源和醫(yī)療服務(wù)會分散風(fēng)險，從而對老年人主觀幸福感起到正面積極的作用。在經(jīng)濟與服務(wù)供給方面，家庭與社會所提供的資源較為“同質(zhì)”且相互替代性較強，但來自家人的情感支持和關(guān)懷照顧仍然難以取代。

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Abstract： According to 2002 and 2014 Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey （CLHLS） data， this paper analyzes the influences of care， main economic source and medical services on the elderly subjective wellbeing at the startup and mature stage of social security system. The study finds that the significance of abundant economic conditions and medical service to the elderly has increased. In addition， in terms of economic resources and service resources， the positive effect of social security has decreased， but it has become increasingly necessary to the elderly. However， in terms of emotional resources， the positive impact of family on the subjective wellbeing of the elderly is still difficult to be replaced.

Keywords： subjective wellbeing； social security system； care； main economic source； medical services